貨幣需求模型貨幣需求計(jì)量的經(jīng)濟(jì)模型構(gòu)建

1、貨幣需求模型貨幣需求計(jì)量的經(jīng)濟(jì)模型構(gòu)建中國人民銀行20XX年8月發(fā)布二季度貨幣政策執(zhí)行報(bào)告表示，與20XX年上半年較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率10.9%相比，下半年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可望略有放緩，但總體上仍將保持平穩(wěn)較快的發(fā)展勢(shì)頭。央行提醒，當(dāng)前要高度關(guān)注固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)過快、貨幣信貸投放過多、國際收支不平衡、能源消耗過多、環(huán)境壓力加大以及潛在通脹壓力上升可能對(duì)我國經(jīng)濟(jì)帶來的風(fēng)險(xiǎn)。由此央行將合理控制貨幣信貸增長(zhǎng)，防止經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由偏快轉(zhuǎn)為過熱。而貨幣政策的實(shí)施，必須有一個(gè)合理的中間目標(biāo)，近來有關(guān)我國貨幣政策中間目標(biāo)的選擇問題學(xué)術(shù)界進(jìn)行了激烈的討論。而本文通過對(duì)貨幣需求函數(shù)的研究認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量仍然是我國合理的中介目標(biāo)。

2、而貨幣政策的有效與否，關(guān)鍵是確立貨幣總量這個(gè)中介目標(biāo)，從而實(shí)現(xiàn)最終目標(biāo)，而聯(lián)系這個(gè)中介目標(biāo)和最終目標(biāo)的紐帶是貨幣需求函數(shù)，所以確立一個(gè)穩(wěn)定、合理和可預(yù)測(cè)的貨幣需求函數(shù)對(duì)于貨幣當(dāng)局實(shí)施有效適度緊縮的貨幣政策具有重要的意義。因此，本文力圖利用現(xiàn)有的金融理論建立我國的貨幣需求函數(shù)，從而為實(shí)施適度緊縮的貨幣政策預(yù)防可能出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)過熱提供政策建議。本文結(jié)構(gòu)如下：首先提出一個(gè)貨幣需求函數(shù)模型，然后根據(jù)我國的數(shù)據(jù)，利用最小二乘法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，通過剔除不顯著變量得到我國的長(zhǎng)期貨幣需求函數(shù)，再用協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)證它們之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，以避免最小二乘法所不能解決的偽回歸現(xiàn)象，最后建立既反映長(zhǎng)期趨勢(shì)又反映短期波動(dòng)誤差校

3、正模型。模型設(shè)定西方國家對(duì)貨幣函數(shù)的研究主要有三大流派，古典貨幣數(shù)量論、凱恩斯流動(dòng)偏好理論和弗里德曼現(xiàn)代貨幣數(shù)量論。古典貨幣數(shù)量論者費(fèi)雪提出了現(xiàn)金交易方程式，認(rèn)為貨幣需求僅為收入的函數(shù)，而以馬歇爾和庇古為代表的劍橋?qū)W派提出的現(xiàn)金余額需求方程雖然與費(fèi)雪的現(xiàn)金交易方程式相似，但他們解釋他們的方程時(shí)，強(qiáng)調(diào)貨幣財(cái)富的儲(chǔ)藏功能，并考慮了機(jī)會(huì)成本，也說明了價(jià)格預(yù)期對(duì)貨幣需求有影響。凱恩斯在現(xiàn)金余額方程的基礎(chǔ)上提出了流動(dòng)偏好理論，提出了人們持有貨幣的三大動(dòng)機(jī)：預(yù)防動(dòng)機(jī)、交易動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)，前兩者是收入的函數(shù)而后者是利率的函數(shù)?，F(xiàn)代貨幣數(shù)量論的倡導(dǎo)者弗里德曼在那篇著名的貨幣數(shù)量論：一種重新表述中提出如下貨幣需

4、求模型，Md=f(P,rb,re,w,W,u)他雖然引用了費(fèi)雪的觀點(diǎn)，即貨幣需求僅為收入的函數(shù)，但他的方法更接近凱恩斯和劍橋?qū)W派。在該方程中他雖然引入了很多變量，但是通過對(duì)這些變量之間的相互抵消關(guān)系的分析，認(rèn)為貨幣需求僅為財(cái)富的函數(shù)，由于財(cái)富難以計(jì)量而用持久收入(Yp)代替，所以他的貨幣需求函數(shù)可記為：md=Md/P=f(Yp)。我們?cè)谶@里建立貨幣需求函數(shù)利用弗里德曼的方法，以弗里德曼初始的貨幣需求函數(shù)為基礎(chǔ)，并考慮到我國的實(shí)際情況，建立如下的貨幣需求函數(shù)：Md=f(W,R,R1,P,兀)W為財(cái)富，R為貨幣存款利率，R1為其他金融資產(chǎn)的收益率，P為價(jià)格水平，兀為預(yù)期通貨膨脹率。根據(jù)金融理論有下

5、面的約束條件:Md/W0，M1d/R0，M2d/R0，Md/R1的符號(hào)有待于檢驗(yàn)，因?yàn)樗扔姓氖杖胄?yīng)又有負(fù)的替代效應(yīng)，Md/P0,Md/兀0。在實(shí)證分析中考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可操作性，用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP代替財(cái)富W,利用股票市值SV代替其它金融資產(chǎn)的收益R1,利用價(jià)格變動(dòng)率(即實(shí)際的通貨膨脹率)代替預(yù)期通貨膨脹率，并用下面彈性分析的對(duì)數(shù)形式的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型：LN(Mt/P尸a0a1LN(GDPt/P)52LN(Rt)53LN(SVt)54LN(a兀t)t(1)Mt/P是實(shí)際貨幣余額，GDPt/P是實(shí)際收入，Rt是貨幣自身利率，al,a2,a3,a4分別為相應(yīng)的要估計(jì)的彈性，a兀唯得該項(xiàng)始終

6、為正值(否則無數(shù)學(xué)意義)，的隨機(jī)誤差項(xiàng)。上面的實(shí)證形式的貨幣需求函數(shù)是基于以下金融理論：貨幣需求是對(duì)實(shí)際余額的需求，因此在數(shù)據(jù)處理時(shí)，以1993年為基期，將名義量轉(zhuǎn)化為實(shí)際量。影響貨幣需求的規(guī)模變量是人們擁有的財(cái)富，因而應(yīng)該使用實(shí)際量而非名義量，在以GDP為規(guī)模變量代替財(cái)富而進(jìn)入函數(shù)時(shí)，也以1993年為基期，轉(zhuǎn)化為實(shí)際GDP。影響貨幣需求的機(jī)會(huì)成本變量應(yīng)該是名義利率而非實(shí)際利率，因而在利率作為機(jī)會(huì)成本變量時(shí)，采用名義利率。數(shù)據(jù)說明樣本區(qū)間的選擇從1994年開始，根據(jù)中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)和證券市場(chǎng)周刊各期可以得到各個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量M1、M2,國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,價(jià)格指數(shù)P,股票市值SV和名義利

7、率R(三年期定期存款利率)等數(shù)據(jù)的時(shí)間序列值。之所以這樣選擇樣本，是基于以下考慮的。到1993年，我國的貨幣化進(jìn)程大大提高，經(jīng)濟(jì)的貨幣化程度已經(jīng)超過100%，因而制度因素的影響大大減弱，建立模型時(shí)，可以將制度因素作為隨機(jī)變量，從而使模型簡(jiǎn)化。1993年7月，財(cái)政部、中國人民銀行頒發(fā)了金融企業(yè)會(huì)計(jì)制度，因而1994年后各種統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)在口徑上相一致。中國人民銀行從1994年第三季度開始定期公布季度數(shù)據(jù)。對(duì)貨幣需求函數(shù)的實(shí)證檢驗(yàn)(一)最小二乘法(OSL)的線性回歸分析檢驗(yàn)根據(jù)選取的樣本觀測(cè)值，運(yùn)用SPSSa件，分別對(duì)(1)式進(jìn)行線性回歸分析得到M1和M2回歸方程。LN(M1t/P)=3.8570.60

8、3LN(GDPt/P)-(7.211)(7.815)0.132LN(Rt)0.0902LN(SVt)-0.126LN(a兀t)(2-3.142)(3.365)(-0.762)該方程的判定系數(shù)為R2=0.994,而調(diào)整后的判定系數(shù)為R2ADJ=0.993,F統(tǒng)計(jì)量為F=310.406,這說明該方程在總體上具有解釋力，而D-W統(tǒng)計(jì)量為1.455，說明回歸方程的殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān)。但是該方程的通貨膨脹率變量不能通過t檢驗(yàn)，說明它與其他變量間存在共線性，因而對(duì)貨幣需求的影響不顯著。LN(M2t/P)=1.4040.926LN(GDPt/P)-(3.370)(14.011)0.191LN(Rt)0.0

9、62LN(SVt)-0.121LN(a兀t)(3(-5.832)(2.992)(-0.929)該方程的判定系數(shù)為R2=0.995,而調(diào)整后的判定系數(shù)為R2ADJ=0.994,F統(tǒng)計(jì)量為F=838.810,這說明該方程在總體上具有解釋力，而D-W統(tǒng)計(jì)量為1.455，說明回歸方程的殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān)。但是該方程的通貨膨脹率變量不能通過t檢驗(yàn)，說明它與其他變量間存在共線性，因而對(duì)貨幣需求的影響不顯著。在上面的兩個(gè)方程中均剔除通貨膨脹率因素，再對(duì)方程進(jìn)行回歸可得到：LN(M1t/P)=3.20XX年.72LN(GDPt/P)-(8.551)(17.621)0.241LN(Rt)0.0584LN(SV

10、t)(4)(-5.760)(2.783)F=1049.36R2=0.994，R2ADJ=0.993，DW=1.368LN(M2t/P)=1.680.996LN(GDPt/P)-(7.153)(36.955)0.255LN(Rt)0.03149LN(SVt)(5)(-9.254)(1.866)F=3457.54R2=0.998，R2ADJ=0.998，DW=1.516兩個(gè)方程在統(tǒng)計(jì)上都能通過檢驗(yàn)，并且擬合優(yōu)度很好，說明用實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、利率R和股票市值SV對(duì)實(shí)際貨幣需求有整體的解釋意義。D-W統(tǒng)計(jì)量分別為：1.368、1.516可以認(rèn)為回歸方程殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān)，因此方程的參數(shù)值在OS

11、L方法的統(tǒng)計(jì)意義上是可置信的。(二)單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)上面的回歸方程都能通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并且擬合優(yōu)度很好。但是由于時(shí)間序列的不平穩(wěn)性，OLS(普通最小二乘法)方法不能避免偽回歸現(xiàn)象，因而必須進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。這里的單位根檢驗(yàn)采用Dickey-Fuller檢驗(yàn)法，首先構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量F=(N-k)(ESSR-ESSUR)/q(ESSUR)并利用SPSS件分別計(jì)算各個(gè)變量的有限制回歸方程Yt-Yt-1=a+2入Yt的殘差ESSR以及無限制回歸方程Yt-Yt-1=a+Bt+(-1)Yt-1+2入Yt的殘差ESSUR然后分別計(jì)算各個(gè)變量的F統(tǒng)計(jì)量的值，結(jié)果如下表所示，將F值與臨界值比較，我們?cè)?%的顯著水平下接

12、受原假設(shè)，即LN(M1/P)，LN(M2/P)，LN(GDPt/P)，LN(Rt)，LN(SVt)都是隨機(jī)游走(RandomWalk)非平穩(wěn)序列(見表1所示)。對(duì)于協(xié)整檢驗(yàn)有很多種方法，我們這里采用EngleGranger兩步檢驗(yàn)法：第一步，用OLS方法對(duì)長(zhǎng)期方程：LN(Mt/P)=a0a1LN(GDPt/P)52LN(Rt)53LN(SVt)t進(jìn)行估計(jì)，得到協(xié)整回歸方程，t=LN(Mt/P)-第二步，對(duì)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，也就是上述的單位根檢驗(yàn)方法。得到F值為：F=9.1678.65(8.65為2.5%顯著水平下的臨界值)，因此拒絕原假設(shè)，也就是說，是平穩(wěn)序列。所以，LN(Mt/P),LN(GD

13、Pt/P),LN(Rt),LN(SVt)具有協(xié)整性，因而上面的回歸結(jié)果具有超一致性(SuperConsistency),它們之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。(三)誤差修正模型(ErrorCorrectionModel，ECM)由于貨幣需求函數(shù)既有長(zhǎng)期均衡又有短期波動(dòng)，為了反應(yīng)這種短期波動(dòng)，我們建立如下的誤差修正模型：LN(Mt/P)=a0a1LN(GDPt/P)a2LN(Rt)a3LN(SVt)a4ecmt其中ecmt-1為誤差校正項(xiàng)，ecmt=LN(Mt/P)-(a0a1LN(GDPt/P)民2LN(Rt)民3LN(SVt)上述的誤差校正模型中，差分項(xiàng)反應(yīng)變量短期波動(dòng)的影響，因而被解釋變量的波動(dòng)被分成

14、兩部分：一部分為短期波動(dòng)，即差分項(xiàng);另一部分為長(zhǎng)期均衡，即誤差校正項(xiàng)。從理論上講，ecm前的系數(shù)a4滿足：-1a40因此，若在(t-1)時(shí)刻LN(M/P)大于長(zhǎng)期均衡解：a0a1LN(GDP/P)民2LN(R)民3LN(SV)誤差修正項(xiàng)民4ecm為負(fù)，使得短期貨幣需求LN(Mt/P)減少;若在(t-1)時(shí)刻LN(M/P)小于長(zhǎng)期均衡解：a0a1LN(GDP/P)民2LN(R)民3LN(SV)誤差修正項(xiàng)民4ecm為正，使得短期貨幣需求LN(Mt/P)增加，因而系數(shù)a4反應(yīng)了長(zhǎng)期貨幣需求對(duì)短期波動(dòng)的修正幅度。這就是誤差修正模型的優(yōu)點(diǎn)。對(duì)上述誤差修正模型進(jìn)行OLS估計(jì)，得出M1和M2的誤差修正方程：

15、LN(M1t/P)=0.08763+0.641LN(GDPt/P)-(5.643)(3.800)0.199LN(Rt)-0.704ecmt-1(6)(-2.691)(-3.448)F=11.54，R2=0.670，R2ADJ=0.612，DW=1.788LN(M2t/P)=0.0*.620LN(GDPt/P)-(4.019)(6.72)0.0892LN(Rt)-0.387ecmt-1(7)(-1.976)(-2.180)F=16.847，R2=0.748，R2ADJ=0.704，DW=1.880在上面的回歸過程中，由于變量LN(SVt)在方程中不顯著，因而被剔除，回歸方程(6)和(7)在統(tǒng)計(jì)意

16、義上都能夠通過檢驗(yàn)。我們看到M1層次的貨幣需求長(zhǎng)期對(duì)短期的修正幅度達(dá)到70%，而M2層次貨幣需求長(zhǎng)期對(duì)短期的修正達(dá)到約40%。結(jié)論及政策建議在回歸方程(2)和(3)中，我們看到通貨膨脹率變量對(duì)實(shí)際貨幣需求的影響不顯著，我們認(rèn)為這是由于采用名義利率的緣故。根據(jù)費(fèi)雪效應(yīng)，名義利率中包含了通貨膨脹因素，因此通貨膨脹率變量與名義利率之間出現(xiàn)了共線性，因而不能通過t檢驗(yàn)?；貧w方程(4)和(5)通過了后面的協(xié)整檢驗(yàn)，這說明我們的模型是有解釋力的。通過這兩個(gè)方程，我們看到實(shí)際GDP變動(dòng)1%實(shí)際貨幣需求的變動(dòng)也大約為1%對(duì)(M1的需求變動(dòng)為0.72，對(duì)M2的需求變動(dòng)為0.996)，根據(jù)貨幣流通速度公式V=y/L(L為實(shí)際余額需求，y為實(shí)際收入水平)，因此貨幣流通速度可以認(rèn)為是穩(wěn)定的，并且M2的流通速度比M1的流通速度更穩(wěn)定。所以中央銀行的貨幣總量目標(biāo)應(yīng)該以M2為標(biāo)準(zhǔn)。通過回歸方程(4)、(5)、(6)、(7)，我們得到影響貨幣需求各經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)短期彈性值(見表2所示)。從表2中我們可以看出，各變量彈性的長(zhǎng)期值均大于短期值，這與理論相符合。并且我國M2層次貨幣需求的利率彈性為負(fù)值，這說明在我國提高利率將降低對(duì)M2層次貨幣的需求。因此，我國央行不適宜通過加息的方式來預(yù)防可能出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)過熱，而應(yīng)該通過合理控制貨幣信貸增長(zhǎng)的方式，實(shí)施適度緊縮的貨幣政策，以防止經(jīng)